精神病態與親密伴侶暴力的關系:自尊的調節作用

施春華,李冕怡,王寶軍

精神病態是一種與反社會人格障礙、犯罪密切相關的人格障礙或人格特質。臨床認為精神病態包含情感或人際關系維度、沖動或反社會維度,但將其推廣到普通人群,反社會維度被弱化,而主要強調其思想信念和情感特征。在精神病態的概念中,究竟是否將反社會行為包含在內?抑或是把反社會行為只看作精神病態的一個結果?對此的看法目前越來越傾向于后者[1]。與對精神病態的概念爭論有關,精神病態分為兩個亞型:原發性和繼發性。原發性精神病態表現為低焦慮、冷漠、沖動性低、易工具性攻擊,與先天性生物因素有關;繼發性精神病態表現為高焦慮、沖動、易反應性攻擊,與后天不良環境有關[2-3]?？梢?精神病態兩個亞型存在不同的神經生物學基礎和發生發展機制,而兩者在反社會行為的種類和數量上可能存在差異[4]。簡言之,精神病態的概念內涵并非十分確定,這主要集中在它與反社會行為的關系上。目前對精神病態的心理學研究主要探究它與內化問題(如焦慮)、外化問題(如攻擊行為)的關系,并依靠神經生物學的技術,進一步探究精神病態的概念和理論[1,4]。許多心理學實證研究均發現,精神病態和攻擊行為關系緊密,且主要和工具性攻擊、反應性攻擊以及軀體攻擊有關[5]。在精神醫學領域,一般也認為,各類精神障礙和攻擊行為有密切的關系,并致力于研究精神障礙攻擊行為的風險因素和評估工具[6]。

親密伴侶暴力(intimate partner violence,IPV)是一類發生在伴侶之間、通常帶有隱秘性的攻擊行為,主要包括軀體暴力、心理或精神暴力、性脅迫等幾類,且IPV通常是雙向的,既可以指施暴,又可以指受虐,或者是指伴侶之間相互暴力的總和[7-8]。IPV可能給受虐方帶來嚴重的身心傷害,因此是一個值得關注的社會問題和公共健康問題[9-10]。心理學向來注重對自尊這一人格變量的研究。國內外大量研究都發現,自尊和攻擊行為負相關,但也有少量研究發現二者為正相關或不相關[11]。有關IPV的研究常常依據Finkel提出的I3模型[12],即認為IPV的發生一般經歷刺激、促進和抑制三個過程。本研究假設:精神病態很可能在對IPV的刺激過程和促進過程中起作用,而自尊在對IPV的抑制過程中起作用。

本研究旨在從精神病態的角度探討它與IPV的關系,且探討自尊在二者關系中的作用機制,從而有利于對精神病態與攻擊行為關系的認識更加細化。

1 對象和方法

1.1 對象

2020年底到2021年上半年,方便選取江蘇、河南兩省三所重點高校的在校大學生、研究生以及高校周邊的社區居民共659名。剔除沒有戀愛經歷的,得到有戀愛經歷的被試共549名。再剔除填寫問卷時長不合要求的,以及隨機或規律作答的被試,最后得到有效問卷476份,有效回收率86.70%。其中,身份為機關或事業單位的員工173名(36.34%),企業員工44名(9.24%),學生253名(53.15%),其他6名(1.26%);學歷為大專24名(5.04%),本科212名(44.54%),研究生240名(50.42%);性別男153名(32.14%),女323名(67.86%);婚戀狀況為已婚145名(30.46%),離異3名(0.63%),正在戀愛188名(39.50%),已分手140名(29.41%);年齡18～43歲,平均(25.32±5.31)歲,分為兩組,18～25歲為低年齡組252名(52.94%)、26～43歲為高年齡組225名(47.27%);對伴侶關系非常不滿意的9名(1.89%)、比較不滿意的20名(4.20%)、一般的115名(24.16%)、比較滿意的224名(47.06%)、非常滿意的108名(22.69%)。將原來549名被試中剔除掉的73名和最后保留的正式被試476名進行人口統計學因素比較,發現在性別上差異有統計學意義(χ2=4.495,P<0.05),被去掉的不合格被試中男性占比(45.2%)高于正式被試中男性占比(32.4%),表示對參與本次調查來說,男性相比于女性,由于某些原因,他們的配合度較低。由于我們已經把這部分配合度低的被試去掉,所以可以認為本研究的有效被試都可能是對調查比較認真的被試,數據的真實性可能較好。

1.2 方法

1.2.1 研究流程 采用問卷星進行調查。先由主試在大學生和社區居民的QQ群或微信群中簡要發布消息,告知所在大學研究機構為了科學研究的目的,將請大家配合完成性格和人際沖突解決策略的調查問卷。在調查問卷指導語中說明,匿名作答,但務必認真、真實,并告知完成時間一般在200 s到1 000 s之間,對被試的配合表示衷心感謝。然后對問卷星收集到的調查問卷進行分析,剔除無效被試。

1.2.2 研究工具 ①初級精神病態量表。由于本研究的被試不是臨床患者或犯罪人群,所以采用Levenson精神病態自評量表(Levenson self-report psychopathy scale,LSRP)的初級精神病態分量表[13]:共16條,每個條目1～4計分,得分越高,表示精神病態水平越高。本次研究中,該分量表內部一致性系數為0.81。② 自尊量表。采用Rosenberg自尊量表(self-esteem scale,SES)[14]:共10個題目。每個條目1～4計分。分值越高,表示自尊程度越高。本次研究中,內部一致性系數為0.83。③IPV量表。采用Straus簡版沖突策略量表(short form of the revised conflict tactics scales,CTS2S)[15]:在對IPV 的測量中,Straus編制的自評量表。為了消除被試的顧慮,量表的指導語告知被試要調查的是其與伴侶之間遇到問題時解決沖突的策略。量表維度包括精神暴力、軀體暴力、傷害、性脅迫和協商(協商不是暴力,在實際算分中不計入IPV),分為施暴和受虐兩方面。采用8點計分,分數越高,代表IPV狀況越嚴重。在本次研究中,IPV量表的精神暴力α=0.81、軀體暴力α=0.86、傷害暴力α=0.89、性脅迫α=0.91。

1.3 統計處理

采用SPSS 20.0軟件對數據進行分析,主要用描述統計、t檢驗、F檢驗、χ2檢驗、相關分析和回歸分析等統計方法。以P<0.05為差異具有統計學意義。采用SPSS 插件程序[16]進行調節效應檢驗。

2 結果

2.1 精神病態的發生率和人口統計學比較

按照精神病態量表的計分方法,1“非常不贊成”、2 “有點不贊成”、3“有點贊成”、4“非常贊成”,因此,以總分均分=3來劃分,≥3,表示可能有精神病態;<3,表示可能沒有精神病態;=4,表示比較確定有精神病態;=1,表示比較確定沒有精神病態。結果發現,可能有精神病態的218人(45.80%),這其中包含了比較確定為精神病態的28名(5.88%)?？赡軟]有精神病態的258名(54.20%),這其中包含了比較確定沒有精神病態的17名(3.57%)。

可能有和可能無精神病態在不同年齡組(χ2=4.137,P<0.05)、文化程度(?？粕?只考查本科生和研究生,χ2=5.122,P<0.05)、婚戀狀態(離異人太少,只考查已婚、戀愛中和已分手,χ2=4.199,P<0.05)、身份(選其他人太少,只考慮機關或事業單位、企業和學生,χ2=4.305,P<0.05)差異有統計學意義。具體來看,可能有精神病態的在低年齡組中的比例(41.4%)要低于高年齡組(50.7%);可能有精神病態的在研究生中的比例(51.70%)高于本科生(41.00%);可能有精神病態的在婚戀狀況為已婚和戀愛中的被試比例都接近50%,而在已分手的被試中這一比例較低(34.30%);機關或事業單位可能有精神病態的比例(52.60%)高于它在企業和學生中的比例,后兩者都不到45%?？赡苡泻涂赡軣o精神病態在性別(χ2=2.435,P>0.05)、婚戀關系滿意度(非常不滿意和比較不滿意人數少,合并為不滿意,χ2=1.681,P>0.05)上均顯著無統計學意義。

2.2 精神病態、自尊和IPV三者得分的相關性分析

精神病態得分與自尊得分顯著負相關(r=-0.913,P<0.01);精神病態得分與IPV總分及其各維度、以及施暴和受虐得分都是顯著正相關(P均<0.01);自尊得分與IPV總分及其各維度、與施暴和受虐得分都是顯著負相關(P均<0.01)。見表1。

表1 精神病態、自尊與IPV得分的相關系數(r值)

2.3 自尊的調節作用分析

利用分層回歸模型,以IPV總分為因變量,考察自尊在精神病態得分與IPV得分關系中的調節效應。模型1:參考國內外對IPV影響因素的研究,把性別、年齡以及伴侶關系滿意度放入,作為控制變量[7-10,13,15]。模型2:把精神病態和自尊放入。模型3:把精神病態和自尊的交互項放入。見表2?？芍?在控制了可能影響IPV的性別、年齡和伴侶關系滿意度之后,精神病態仍能夠顯著正向預測IPV(β=0.645,t=6.826,P<0.01),在加入“精神病態×自尊”交互項后,自尊在精神病態與親密伴侶暴力的關系之間起到調節作用(β=-0.171,P<0.01)。

表2 精神病態、自尊與IPV總分的調節效應檢驗

簡單效應分析發現,在自尊低分組(M-SD)中,精神病態對IPV具有顯著的預測作用(β=0.500,P<0.01),但在自尊高分組(M+SD)中,精神病態對IPV的預測作用不顯著(β=0.194,P>0.05)。為了更清楚地說明調節效應,繪制自尊在精神病態和IPV關系中的簡單斜率檢驗圖。見圖1。

圖1 自尊水平在精神病態與IPV關系中的調節作用

3 討論

按照萊文森的精神病態量表中初級精神病態分量表的計分方法,本研究發現,比較確定有精神病態的發生率是5.88%,而可能有精神病態包括比較確定有精神病態的發生率則達到45.80%?？赡苡芯癫B的發生率為低年齡組高于高年齡組,這一發現和既往研究中人格障礙的發病率一般會隨年齡增加而下降的結論相一致[17]?？赡苡芯癫B的發生率是研究生學歷的高于本科生學歷、機關和事業單位的員工高于企業員工和學生,可能表明高學歷以及工作在國家機關、事業單位等因素會在某種意義上增加個體適應環境的壓力,例如更高的學業壓力和更高的工作壓力,導致個體的焦慮水平更高、沖動性更強、或攻擊性更強?；閼贍顩r為已婚和戀愛中的個體中,可能有精神病態發病率高于已分手個體,究其原因,前者正處于親密伴侶關系中,不可避免會增加人際交往中的摩擦,導致沖動性增強、焦慮水平提升,而后者暫時處于親密伴侶關系的空窗期,相對易激惹性較低。

關于如何看待本研究發現的精神病態的發病率有兩點值得提及:一是對人格障礙的診斷工具不同,則結果不同。例如,對近萬名北京高中生的人格偏離和人格障礙進行調查發現,當采用人格診斷問卷第四版進行測量時,高三學生的發病率是5.8%。而當采用國際人格障礙檢查表時,這一數據下降為1.83%[17];二是由于研究者的人力和時間等條件限制,往往報道的人格障礙發病率數據并不嚴格,例如,以上對北京高中生人格偏離和人格障礙的報道即存在這樣的情況[17]。因此,國內外關于人格障礙發病率的調查結果并不能直接相互比較。

本研究發現的局限性主要在于三個方面:一是有效樣本不足500人,以及取樣方式為方便取樣,樣本不具有很好的代表性,限制了結論的推廣性;二是本研究采用的測量工具是初級精神病態量表,只考察了與精神病態有關的思想信念和情感,未包括反社會行為。而精神病態是否應該把反社會行為的維度包含在內,對此學界的看法并不完全一致[1];三是測評方式為自評。且對于自評為沒有精神病態的個體沒有再直接面對面進行核查,就可能存在假陰性、對于自評為有精神病態的個體也沒有核查,不能排除假陽性?？傊?本研究發現的精神病態發病率雖然具有一定參考意義,但是仍有待今后進一步研究。

本研究發現,精神病態與IPV正相關,與自尊負相關。也就是說,精神病態水平高者有更多的IPV,并且自尊水平較低。精神病態者,忽視或違反社會規范,具有無責任心、欺騙性和缺乏焦慮等特點[5],即使是面對親密伴侶,他們也容易實施暴力行為,或遭受來自伴侶的更多暴力。他們關注的是自己的沖動能否得到釋放,缺乏對自我價值的體驗。本研究發現,自尊與IPV負相關。對自尊的已有研究[11]發現,真實自尊而非虛假自尊、穩定自尊而非不穩定自尊,往往會促使個體形成不易受偶然事件影響的一貫的積極品質,有利于減少與他人的沖突。

本研究發現,精神病態能正向預測IPV,自尊在精神病態與IPV的關系中起到調節作用,也即自尊能夠緩沖精神病態與IPV之間的正向聯系。研究證實了根據I3理論模型[12]作出的假設。根據已有研究,不僅精神病態[4]而且自尊[11]都會受到環境的影響。如果個體在早期環境中經歷較多的被忽視、被虐待等體驗,更易導致心理異常[18-20]。因此,有必要關注父母教養方式和學校教育方式,如借鑒人本主義心理學的無條件積極關注,盡量做到對兒童的真誠、尊重和共情;推廣正念療法緩解焦慮[20],都有利于減少個體的精神病態、養成較高水平的自尊,減少親密伴侶之間的暴力行為。